【文章內(nèi)容簡介】 0年的研究中通過對經(jīng)理人員持股比例、職工持股比例與公司ROA、ROE、EPS 的關(guān)系進(jìn)行研究后認(rèn)為,公司經(jīng)營績效與經(jīng)理人員的持股份額正相關(guān)。許承明和濮衛(wèi)東(2003) ,張俊瑞等(2003) 分別發(fā)現(xiàn)公司經(jīng)營績效與董事長、總管理層的持股呈正相關(guān)關(guān)系。于東智、谷立日( 2001)對1999 年我國上市公司管理層持股比例與公司績效研究表明,高管人員持股比例總體上與公司績效(凈資產(chǎn)收益率)呈正相關(guān)關(guān)系,但不具有統(tǒng)計上的顯著性。諶新民和劉善敏(2003) 將經(jīng)營者界定為董事長和總管理層,選取加權(quán)平均的凈資產(chǎn)收益率(ROE) 為衡量上市公司的主要經(jīng)營績效指標(biāo),發(fā)現(xiàn)持股比例與經(jīng)營績效有弱相關(guān)關(guān)系。 周建波、孫菊生 [7] 在2003年的研究中通過對上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析發(fā)現(xiàn),實行股權(quán)激勵的公司在實行股權(quán)激勵前的業(yè)績普遍較高,存在選擇性偏見。同時管理層因股權(quán)激勵增加的持股數(shù)與由第一大股東選派的董事比例顯著正相關(guān),并且對于成長性較高的公司,公司經(jīng)營業(yè)績的提高與管理層因股權(quán)激勵增加的持股數(shù)顯著正相關(guān)。 邱世遠(yuǎn)、徐國棟[8] 在2003年的研究中指出利用上市公司整體的經(jīng)營者持股數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,他們采用兩個獨立樣本的非參數(shù)檢驗,研究高管人員持股量的高低兩類極端樣本數(shù)據(jù)的樣本均值是否有顯著差異,實證分析高管持股是否對公司經(jīng)營業(yè)績有顯著影響。檢驗結(jié)果表明,高管持股數(shù)高的公司的經(jīng)營業(yè)績比高管持股數(shù)低的公司的經(jīng)營業(yè)績好,而且這兩類公司的經(jīng)營業(yè)績的差異是顯著的。 黃小花[9]在2004年的研究中指出管理層持股比例在0～4. 41 %的范圍內(nèi)與公司治理績效正相關(guān), %～32. 88 %之間時,關(guān)聯(lián)程度有所加強(qiáng),而如果管理層持股比例大于32. 08 % ,則與公司治理績效負(fù)相關(guān)。徐大偉等(2005)則發(fā)現(xiàn)當(dāng)管理者持股比例在0～%的范圍內(nèi)，上市公司經(jīng)營績效ROE值與管理層持股比例正相關(guān)，%～%之間時表現(xiàn)負(fù)相關(guān)，%又恢復(fù)為正相關(guān)。 劉劍，談傳生在2005年的研究中以在深圳證券交易所上市的331家公司為研究對象,運用非線性回歸模型對上市公司管理層持股與經(jīng)營績效的相關(guān)性進(jìn)行了實證檢驗。其結(jié)果表明公司績效與管理層持股之間存在三次曲線關(guān)系:管理層持股在0% —0. 1376%之間時,公司績效隨管理層持股比例的增加而下降。管理層持股在0. 1376% —0. 7462%之間時,公司績效隨管理層持股比例的增加而上升。管理層持股超過0. 7462%時,公司績效再次隨著管理層持股比例的增加而下降。他們的研究結(jié)果與冉茂盛，賀創(chuàng)在2008年的研究相互印證，后者運用我國414家上市公司1999～2005的數(shù)據(jù), 對管理層持股水平與經(jīng)營績效之間的關(guān)系進(jìn)行實證研究。研究結(jié)果表明: 二者存在顯著的N型關(guān)系, 但國有上市公司與非國有上市公司的最優(yōu)管理層持股水平存在顯著差異。當(dāng)前我國管理層持股水平與公司績效處于同向變動階段, 因此, 上市公司應(yīng)該通過積極增加管理者持股水平來提升公司業(yè)績。而葉建芳，陳瀟在2008年通過對高科技行業(yè)公司的研究發(fā)現(xiàn)高管持股比例對企業(yè)價值有正方向影響的結(jié)論。他們同時也在文章中指出，高管持股這種長期激勵機(jī)制不是獨立地影響企業(yè)價值,它受到其他因素的影響。如企業(yè)的股權(quán)構(gòu)成(流通股比例) 、資本結(jié)構(gòu)(產(chǎn)權(quán)比例) 、外部監(jiān)督(機(jī)構(gòu)持股比例) 、企業(yè)規(guī)模(總資本賬面價值) 、企業(yè)的盈利能力(息稅前利潤/總資產(chǎn)) 、企業(yè)的風(fēng)險水平(BETA系數(shù)) 、年度宏觀因素的影響。3 我國上市公司高管持股情況與公司績效的實證研究 研究設(shè)計 研究假設(shè)根據(jù)根據(jù)文獻(xiàn)綜述中國內(nèi)外關(guān)于股權(quán)激勵措施和前文中高管持股作用機(jī)制的分析，以及“委托代理”理論，我們假設(shè)高管持股是一種有效的長期激勵措施，能使企業(yè)高管人員的目標(biāo)函數(shù)與股東的目標(biāo)函數(shù)一致，從而為公司長期績效帶來正面效應(yīng)。在控制企業(yè)規(guī)模、股本構(gòu)成、董事會結(jié)構(gòu)、資本結(jié)構(gòu)、盈利能力、風(fēng)險水平、年度因素影響的情況下，高管人員的持股比例與企業(yè)價值呈正相關(guān)關(guān)系。目前，國內(nèi)用于描述高管人員持股比例與企業(yè)價值相關(guān)性的模型主要有一次模型和三次模型兩大類。H1: 企業(yè)價值和公司高管人員持股比例存在一次正相關(guān)關(guān)系。Stulz (1988) 的并購溢價模型認(rèn)為, 管理層的不同持股水平將改變公司控制權(quán)交易雙方的博弈地位: 在管理層所有權(quán)水平較低時, 控制權(quán)相對分散, 面對收購時提出的要價較低, 此時提高管理者所有權(quán)會使控制權(quán)向內(nèi)部人轉(zhuǎn)移, 就有可能要求更高的價格, 從而增加公司價值。但當(dāng)管理層持股比例接近50%時, 收購者的收購意愿將顯著下降, 收購出價也會下降。 與此同時, 由于接管壓力的減小, 管理層努力水平將下降, 并傾向于對公司利益進(jìn)行侵占。公司價值隨管理層持股比例的增加呈現(xiàn)先增加、后下降的態(tài)勢。決定這一動態(tài)過程的實際上是兩類相反力量的共同作用: 一種力量使得公司績效與管理層持股同向變動, 另一種力量使得二者反向變動。這一點與Morck等人( 1988) 的基本觀點一致: 一方面, 隨著持股比例的增加, 管理層將更多的趨向于與外部股東利益一致, 因此, 公司績效與管理層持股同向變動。 另一方面, 管理層有按自身利益最大化原則分配公司資源的自然傾向, 因此, 公司績效與管理層持股反向變動。但Morck等人既沒有細(xì)化這兩種力量, 也沒有給出理論模型, 而是認(rèn)為在任一給定的管理層持股水平上, 這兩種力量的強(qiáng)弱關(guān)系無法預(yù)測?？紤]到并購溢價模型預(yù)測的拐點出現(xiàn)在50% , 而我國上市公司高管持股比例非常低, 因此我們認(rèn)為在目前情況下不宜于采用該模型。根據(jù)（冉茂盛，賀　創(chuàng)，羅富碧 2008）的研究，本文同意管理層持股與公司績效存在三次方關(guān)系的觀點。 H2: 企業(yè)價值與與高管人員持股比例存在三次方關(guān)系 樣本選擇和數(shù)據(jù)處理l 時間的選取我們選取國內(nèi)2002年12年31日前上市的公司2004—2007 年的年報數(shù)據(jù)作為面板數(shù)據(jù)(panel data)進(jìn)行研究。數(shù)據(jù)時間的選取和剔除數(shù)據(jù)的理由如下：第一，由于研究期間上市公司的年報2008年的年報數(shù)據(jù)尚未完全通過審計公布，故所選時間截止至2007年12月31日。第二，2003年以前我國的資本市場還不夠完善，故選擇2003年作為研究的時間起點。第三，有關(guān)研究表明，我國首次公開發(fā)行股票的上市公司一般以溢價發(fā)行，為避免發(fā)行當(dāng)年這些對股價造成的影響，我們選擇2002年12月31日以前上市的公司作為研究對象。l 數(shù)據(jù)來源及處理本文選取全部A股上市公司(1 440家)作為初始樣本, 數(shù)據(jù)直接來源于CCER經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫，部分?jǐn)?shù)據(jù)通過Excel計算得來。數(shù)據(jù)的篩選步驟如下：第一步，剔除在2002年12年31日前上市的公司，得到1 162家公司。第二步，剔除2004—2007連續(xù)4年高管持股數(shù)為零的公司和財務(wù)特征異常(如產(chǎn)權(quán)比例為負(fù)數(shù))的ST板塊的公司，得到最終的樣本744家公司。我們將取得的744家公司4年數(shù)據(jù)做成面板數(shù)據(jù)(panel data)進(jìn)行分析。之所以選擇面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析是因為:單純使用截面數(shù)據(jù)模型或者時間序列模型的研究，有時會使我們的工作局限在某些特定的方面。例如，我們在研究影響公司業(yè)績的因素時，使用截面數(shù)據(jù)模型，可以選擇包括企業(yè)的規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)等因素作為解釋變量，分析這些因素對企業(yè)價值的影響。但是無法分析在一個行業(yè)內(nèi)，技術(shù)進(jìn)步、制度變遷、宏觀經(jīng)濟(jì)政策等因素對企業(yè)價值的影響。單純使用時間序列模型也存在類似的不足。面板數(shù)據(jù)是若干個截面數(shù)據(jù)的組合，一方面它為計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的理論方法研究提供了一個更為豐富的環(huán)境，但更重要的是在實際應(yīng)用中它能夠用于研究僅用截面數(shù)據(jù)或者時序數(shù)據(jù)所無法研究的問題。 變量選擇(1)因變量的選取本文以反映企業(yè)價值的指標(biāo)為因變量。在企業(yè)價值的指標(biāo)選擇上,前人的研究中存在著多種選擇,歸納起來使用較多的有如下幾種:1) 企業(yè)利潤指標(biāo)(如ROE、EPS 等) 如ROE、EPS等是企業(yè)的財務(wù)指標(biāo),反映企業(yè)過去的經(jīng)營業(yè)績,從本質(zhì)上來看是企業(yè)的歷史價值體現(xiàn)。一方面它沒有反映企業(yè)的未來,另一方面也容易受到管理層進(jìn)行盈余管理的影響,不能恰當(dāng)?shù)胤从称髽I(yè)的真實價值。2) 托賓Q值托賓Q值常被國外的相關(guān)研究作為衡量企業(yè)績效的指標(biāo),他們認(rèn)為托賓Q值能反映企業(yè)治理的“附加價值”,并有大量的相關(guān)文獻(xiàn)對其價值相關(guān)性進(jìn)行了經(jīng)驗分析。但是,在我國資本市場機(jī)制不盡完善的條件下,沿用托賓Q比率衡量企業(yè)績效存在著缺陷:第一,相關(guān)計算數(shù)據(jù)難以取得,如企業(yè)資產(chǎn)的重置價值,我們一般是用總資產(chǎn)賬面價值來衡量,但賬面價值與市場重置成本事實上差異很大。第二,權(quán)益市場總值是以計算期內(nèi)股票的市場價格乘以發(fā)行在外的普通股的股數(shù)計算出來的,但在我國非流通股占較高比例的股票市場中,大量不能交易的國有股和法人股的估值就很困難,我們不知道流通股的市價是否因為存在大量不能交易的國有股和法人股而過高或過低。為了最大限度地避免財務(wù)指標(biāo)和類似于托賓Q 值在衡量企業(yè)價值時的缺陷, 我們擬使用CCER數(shù)據(jù)庫中的“股權(quán)價值”( LMV) 作為因變量。(2)自變量的選擇本文以高管人員作為股權(quán)激勵的研究對象，因此在選擇自變量時只考慮高層管理人員的持股情況。高層管理人員持股比例(MH)這一指標(biāo)較多地被國內(nèi)外學(xué)者研究采用，筆者也擬采用這個指標(biāo)作為研究中的自變量。(3)控制變量的選取1) 企業(yè)規(guī)模（LSIZE）?？傎Y產(chǎn)賬面價值的自然對數(shù)( LSIZE)2) 流通股比例(LR)。股權(quán)流動性分裂從根本上損害了上市公司股東之間利益的一致性,使非流通股股東(大股東)與流通股股東(中小股東)之間的利益關(guān)系處在完全不協(xié)調(diào)甚至對立的狀態(tài)。另外,股票流動性分裂必然引起市場價值的失真。國外某只股票值多少錢是按全流通的概念去計算的,所以股價比國內(nèi)低,市盈率也比國內(nèi)低。而國內(nèi)股票價格被人為地提高了,因為存在非流通股,所以出現(xiàn)了供不應(yīng)求的狀況。因此,股權(quán)流動性分裂客觀上會形成上市公司業(yè)績下降、股票價格不斷下跌與非流通股股東資產(chǎn)增值的不正?，F(xiàn)象,所以我們認(rèn)為流通股比例(LTG)與企業(yè)價值呈正相關(guān)關(guān)系。3) 產(chǎn)權(quán)比例（CR，也即負(fù)債比率）。在信息不對稱條件下,不同的資本結(jié)構(gòu)會影響到公司的治理成本并會導(dǎo)致公司經(jīng)營業(yè)績的差異。在前人的研究中,很多用資產(chǎn)負(fù)債率表示財務(wù)杠桿。產(chǎn)權(quán)比例反映的是企業(yè)負(fù)債與所有者權(quán)益的比例,實質(zhì)上與資產(chǎn)負(fù)債率相同———不同的產(chǎn)權(quán)比例反映不同的財務(wù)風(fēng)險,同時也會造成不同的資本成本,但形式上更直觀地反映企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)。因此,我們把產(chǎn)權(quán)比例作為影響公司經(jīng)營績效的一個變量。4) 董事會獨立性（IND）。 董事會獨立性是董事會結(jié)構(gòu)的一個主要特征，獨立董事對公司經(jīng)營績效的影響是學(xué)術(shù)界的一個重要研究課題。Baysinger 和Butler (1985) 、Brickley 等(1994) 、Peng (2004) 以及王躍堂等(2006) 的研究結(jié)果表明，獨立董事在董事會中所占比例與企業(yè)經(jīng)營業(yè)績之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。但是,Hermalin 和Weibach (1991) 、Bhagat 和Black (2000) 、李有根等(2001) 、李常青和賴建清(2004) 、叢春霞(2004) 等許多研究都沒有發(fā)現(xiàn)獨立董事比例和企業(yè)經(jīng)營業(yè)績之間有顯著的正相關(guān)關(guān)系。也有不少學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，獨立董事比例高的企業(yè),其業(yè)績反而更差。、Fosberg (1989) 發(fā)現(xiàn)，獨立董事比例和托賓Q之間成反比關(guān)系，而與其他業(yè)績計量指標(biāo)之間并沒有什么相關(guān)關(guān)系。 因此，我們把董事會獨立性作為影響公司經(jīng)營績效的一個變量5) 其他控制變量。此外,我們還考慮到盈利能力、風(fēng)險水平、年度宏觀因素對研究假設(shè)的影響，分別引入 “ROA” 、“BETA系數(shù)值”(BETA) 、年度啞變量來反映以上因素的影響。 國內(nèi)高管持股現(xiàn)狀統(tǒng)計為了詳細(xì)描述國內(nèi)高管持股現(xiàn)狀，我們根據(jù)高管持股水平的不同和各行業(yè)的不同對上市公司的數(shù)量進(jìn)行了統(tǒng)計。 國內(nèi)上市公司不同高管持股水平的公司數(shù)統(tǒng)計 圖1：國內(nèi)上市公司不同高管持股水平的公司數(shù)統(tǒng)計以上數(shù)據(jù)來自CCER經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫 由上圖表可知，目前國內(nèi)大部分的上市公司高管持股水平較低。%~1%的公司占絕大多數(shù)。然而，目前部分西方發(fā)達(dá)國家的高管持股平均水平則在10%左